陳芳 楊煉 譚理

【摘要】根據(jù)1993～2011年間我國城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與消費(fèi)支出統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，提出我國區(qū)域消費(fèi)的平行數(shù)據(jù)模型，利用EVIEWS軟件對(duì)計(jì)量模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，發(fā)現(xiàn)我國不同區(qū)域間的消費(fèi)呈現(xiàn)較大差異，主要體現(xiàn)在自發(fā)性消費(fèi)、邊際消費(fèi)傾向及受上期消費(fèi)影響三方面。

【關(guān)鍵詞】平行數(shù)據(jù) 區(qū)域消費(fèi) 實(shí)證分析

一、引言

消費(fèi)在推動(dòng)國民經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展中扮演重要角色，然而與西方發(fā)達(dá)國家相比，我國居民消費(fèi)的增長一直停留在較低水平，消費(fèi)偏低已成為國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不利因素[1]。本文從實(shí)證的角度分析我國不同區(qū)域的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)差異，揭示我國不同區(qū)域的消費(fèi)特點(diǎn)，為我國居民消費(fèi)的增長提供政策性建議。

二、平行數(shù)據(jù)消費(fèi)模型

平行數(shù)據(jù)（panel data）又稱面板數(shù)據(jù)，指在時(shí)間序列的不同橫截面上，同時(shí)選取樣本觀測(cè)值所得到的樣本數(shù)據(jù)，它是橫截面數(shù)據(jù)與時(shí)間序列數(shù)據(jù)的有效結(jié)合[2]。平行數(shù)據(jù)計(jì)量模型是當(dāng)前計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和方法的一個(gè)重要發(fā)展方向，其主要優(yōu)勢(shì)為個(gè)體異質(zhì)性的描述與控制，被廣泛地應(yīng)用于國內(nèi)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的實(shí)證分析中。

平行數(shù)據(jù)模型的一般形式為：

■ （1）

其中，系數(shù)αi為截距項(xiàng)，系數(shù)βi為斜率項(xiàng)，解釋變量Xit為1×K向量，參數(shù)βi為K×1向量，K為解釋變量的個(gè)數(shù)，n為截面樣本總數(shù)，T為每個(gè)截面樣本下的時(shí)期總數(shù)。平行數(shù)據(jù)模型中的系數(shù)隨個(gè)體差異和時(shí)間不同而變化，主要有基本模型、變系數(shù)模型或變截距模型三種形式[3]。

建立平行數(shù)據(jù)計(jì)量模型時(shí)，首先要確定模型的具體形式，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪腔灸Ｐ?、變系?shù)模型還是變截距模型，當(dāng)前主要使用的檢驗(yàn)方法是協(xié)方差分析檢驗(yàn)[4]。筆者經(jīng)過檢驗(yàn)，確定平行數(shù)據(jù)消費(fèi)模型為固定效應(yīng)變系數(shù)模型，模型表達(dá)式為：

■ （2）

其中，ω表示平均自發(fā)性消費(fèi)，αi為自發(fā)性消費(fèi)，γi表示上期對(duì)本期的影響，βi表示邊際消費(fèi)傾向。

本文選取我國城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與上期平均每人全年消費(fèi)性支出作為解釋變量，選取我國城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年消費(fèi)性支出作為被解釋變量。選取1993至2011年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中的30個(gè)主要省市（不含重慶）的城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和平均每人全年消費(fèi)性支出構(gòu)成統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。為了消除價(jià)格因素的影響，取1978年的居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)為100，對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。

三、平行數(shù)據(jù)消費(fèi)模型估計(jì)

利用Eviews軟件，計(jì)算出我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的平行數(shù)據(jù)模型如下，模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表1所示。

■ （3）

回歸結(jié)果顯示相關(guān)系數(shù)為0.996，表明回歸擬合效果較好?？紤]到樣本數(shù)據(jù)之間可能存在相關(guān)性與異方差性，而這會(huì)影響回歸模型的有效性。為此在平行數(shù)據(jù)模型（3）的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步引入一階自回歸模型并用廣義最小二乘法進(jìn)行估計(jì)，修正后的模型見表達(dá)式（4），修正后的模型估計(jì)結(jié)果如表2所示。修正后的估計(jì)結(jié)果顯示達(dá)到了0.998，說明修正模型（4）的估計(jì)效果好于修正前。

■ （4）

四、區(qū)域間消費(fèi)差異分析

表2中的自發(fā)性消費(fèi)系數(shù)αi表明我國自發(fā)性消費(fèi)具有明顯的區(qū)域分布特點(diǎn)，沿海地區(qū)自發(fā)性消費(fèi)明顯高于內(nèi)陸地區(qū)，東部地區(qū)高于西部并且由東向西逐步降低。自發(fā)性消費(fèi)較低的是新疆、黑龍江和內(nèi)蒙古等地，而浙江、江蘇和北京的自發(fā)消費(fèi)較高[5]。

從表2中的邊際消費(fèi)傾向βi可知，新疆的邊際消費(fèi)傾向最高，黑龍江最低。在表2中計(jì)算邊際消費(fèi)傾向βi的均值得到全國邊際消費(fèi)傾向均值0.642。這意味著每增加1%的收入，將增加0.642%的消費(fèi)。

通過表2中的滯后一期系數(shù)γi可以看出，黑龍江受上期消費(fèi)的影響最重，內(nèi)蒙古次之，而江蘇影響最輕。結(jié)合前述自發(fā)性消費(fèi)分析可以發(fā)現(xiàn)，黑龍江和內(nèi)蒙古不僅自發(fā)性消費(fèi)低而且受上一期消費(fèi)影響嚴(yán)重，揭示出兩地的消費(fèi)主要是生活剛性消費(fèi)。

五、政策建議

根據(jù)本文的研究結(jié)論，針對(duì)我國不同區(qū)域消費(fèi)差異特點(diǎn)，提出如下建議：

一是針對(duì)自發(fā)性消費(fèi)偏低的地區(qū)，大力改善居民的生活水平，促進(jìn)自發(fā)性消費(fèi)的提高；二是針對(duì)邊際消費(fèi)傾向較低的地區(qū)，著力均衡居民收入水平，以此提高居民消費(fèi)水平；三是針對(duì)受上期消費(fèi)影響較重的地區(qū)，努力提高居民收入，消弱上期消費(fèi)的影響。

參考文獻(xiàn)

[1]曹文.中國總需求與經(jīng)濟(jì)運(yùn)行穩(wěn)定性關(guān)系[D].南開大學(xué)，2005.

[2]龍瑩.動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的理論和應(yīng)用研究綜述[J].科技與管理，2010，（2）.

[3]余臻勝.Panel Data模型及其在居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)研究中的應(yīng)用[J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2007，（1）.

[4]祝偉.中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的平行數(shù)據(jù)分析[J].數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理，2006，（6）.

[5]高樂.城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響因素及區(qū)域間差異分析[D].中南大學(xué)，2013.

基金項(xiàng)目：湖南人文科技學(xué)院教學(xué)改革研究項(xiàng)目（RKJGY1715）、（RKJGZ1708）、（RKJGY1714）。

作者簡介：陳芳（1988-），女，漢族，湖南益陽人，任職于湖南人文科技學(xué)院，研究方向：金融數(shù)據(jù)挖掘。